余曉洋 劉 帥 郭慶海

內(nèi)容提要：農(nóng)村土地承包權(quán)退出是農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化進(jìn)程中不可回避的問題。本文利用土地承包權(quán)退出試驗(yàn)區(qū)429戶小農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序概率單位模型、工具變量法和中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)非農(nóng)就業(yè)、基礎(chǔ)保障和土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響。研究結(jié)果表明：(1)非農(nóng)就業(yè)和基礎(chǔ)保障顯著正向影響小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為，是小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的前提條件。(2)土地租金顯著負(fù)向影響小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為，經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出在土地租金影響小農(nóng)戶土地從承包權(quán)退出決策行為中具有中介效應(yīng)；農(nóng)村土地租金提高，小農(nóng)戶偏好轉(zhuǎn)出土地經(jīng)營權(quán)以獲取土地租金的預(yù)期經(jīng)濟(jì)收益，進(jìn)而抑制土地承包權(quán)退出決策行為。為此，應(yīng)提升非農(nóng)就業(yè)的吸納能力，逐漸完善基礎(chǔ)保障條件，配給同質(zhì)化的市民待遇，選擇稅收等經(jīng)濟(jì)手段適度適時調(diào)控土地租金，進(jìn)而引導(dǎo)具備市民化的小農(nóng)戶土地承包權(quán)有序退出。

一、問題提出

土地承包權(quán)退出是中國農(nóng)村土地產(chǎn)權(quán)制度改革的難點(diǎn)。當(dāng)前，在中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場，土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)頻繁，而承包權(quán)的流轉(zhuǎn)趨于靜止態(tài)勢。顯然，穩(wěn)定土地承包權(quán)并不等于固化承包權(quán)[1]。土地承包權(quán)固化勢必產(chǎn)生多重負(fù)面效應(yīng)，諸如土地占有權(quán)高度分散，家庭農(nóng)場土地產(chǎn)權(quán)不穩(wěn)定，租地交易成本大幅度增加，農(nóng)業(yè)競爭力下降等[2]。為了規(guī)避上述負(fù)面效應(yīng)，中共中央、國務(wù)院一直在探索土地承包權(quán)退出的試點(diǎn)工作。2019年，《中共中央 國務(wù)院關(guān)于保持土地承包關(guān)系穩(wěn)定并長久不變的意見》中明確提出“建立健全土地承包權(quán)依法自愿有償轉(zhuǎn)讓機(jī)制”。寧夏平羅、重慶梁平、浙江嘉興等土地承包權(quán)退出試點(diǎn)地區(qū)均遭遇了不同的實(shí)踐邏輯，政策目標(biāo)發(fā)生偏離[3]，承包權(quán)的退出仍然面臨諸多制度與現(xiàn)實(shí)的約束。毋庸置疑，非農(nóng)就業(yè)與社會保障是小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出的外部條件。在較長時期，外部條件成為小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出的藩籬。經(jīng)過多年的發(fā)展與改革，小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出的外部條件正在改善。然而，國家惠農(nóng)補(bǔ)貼政策加速了農(nóng)村土地租金水平的上漲，導(dǎo)致土地承包權(quán)的財產(chǎn)屬性日益顯化[4]。實(shí)際上，具備市民化條件的小農(nóng)戶將土地承包權(quán)作為資產(chǎn)轉(zhuǎn)移到城市，認(rèn)為農(nóng)村土地存在較大的預(yù)期增值效用。小農(nóng)戶往往選擇讓渡土地經(jīng)營權(quán)，獲得土地租金的財產(chǎn)性收益。如此一來，農(nóng)村財富以地租的形式流向城鎮(zhèn)，顯然不符合社會公平正義和國家鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的要求[5]。

農(nóng)村土地承包權(quán)退出成為中國土地制度改革必須面對的難題。土地承包權(quán)退出與農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口市民化具有內(nèi)生聯(lián)動關(guān)系。農(nóng)民是否進(jìn)城，是否選擇成為城鎮(zhèn)居民，利益是至關(guān)重要的影響因素。遷移的好處能夠達(dá)到農(nóng)民的預(yù)期，他們自然會選擇進(jìn)入城市[6]。完善的土地產(chǎn)權(quán)制度能夠促進(jìn)城鄉(xiāng)勞動力流動[7-8]，土地流轉(zhuǎn)形成新的人口遷移[9]。農(nóng)村土地承包權(quán)轉(zhuǎn)讓箭在弦上[10]?；诶碚摽蚣埽袑W(xué)者認(rèn)為農(nóng)戶的土地承包權(quán)可以流轉(zhuǎn)[11]。土地承包權(quán)退出是新型城鎮(zhèn)化和農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的必然趨勢，也是保障農(nóng)民土地收益、穩(wěn)定農(nóng)民預(yù)期的必然選擇[12]，可以引導(dǎo)已經(jīng)市民化的農(nóng)民徹底退出承包地[13]。退出的土地承包權(quán)，通過構(gòu)設(shè)再分配的機(jī)制，為規(guī)模經(jīng)營主體從事適度規(guī)模經(jīng)營提供長期穩(wěn)定的土地要素，實(shí)現(xiàn)“耕者耕其田”，進(jìn)而保障國家糧食安全[14]。同時，一些學(xué)者關(guān)于土地承包權(quán)退出意愿及其影響因素的實(shí)證研究表明：農(nóng)戶分化[15-18]、受教育程度、城鎮(zhèn)是否有住房[19-20]、農(nóng)地依賴[21]、農(nóng)戶經(jīng)營的土地面積、家庭的社會資源狀況[22]、經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償[23]等影響土地承包權(quán)退出意愿?，F(xiàn)階段土地承包權(quán)退出機(jī)制依然存在法律支撐不足[24-25]、補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)針對性不強(qiáng)、補(bǔ)償金有限、集體經(jīng)濟(jì)組織財力不夠、市場化運(yùn)行缺乏及保障機(jī)制不健全等問題[26]。甚至有學(xué)者認(rèn)為，當(dāng)前中國并不存在真正意義上的土地承包權(quán)退出機(jī)制[27]。鑒于此，農(nóng)村土地承包權(quán)退出機(jī)制的建立健全涉及三方主體，分別是退出方、承退方及第三方[28]。國家應(yīng)當(dāng)設(shè)立土地承包權(quán)退出的專項(xiàng)資金融合在相關(guān)的土地政策之中[29]，制定相關(guān)的土地承包權(quán)退出激勵和保障措施，確保土地承包權(quán)退出的農(nóng)戶合法權(quán)益。

學(xué)術(shù)界對土地承包權(quán)退出進(jìn)行了深入的研究，為本文提供了理論基礎(chǔ)和研究方法。但現(xiàn)有文獻(xiàn)仍存在不足：已有研究大多是利用實(shí)證方法分析土地承包權(quán)退出意愿及影響因素，針對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為研究的文獻(xiàn)不多見；立足于土地承包權(quán)退出試點(diǎn)地區(qū)，將土地租金與小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為置于同一框架之內(nèi)討論的文獻(xiàn)亦不多見。為此，本文利用全國土地承包權(quán)退出試點(diǎn)地區(qū)——寧夏回族自治區(qū)平羅縣、重慶市梁平區(qū)和浙江省嘉興市的調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用有序概率單位(ordered probit)模型、工具變量法和中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)非農(nóng)就業(yè)、基礎(chǔ)保障和土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響，以期為政府關(guān)于土地承包權(quán)退出政策完善提供學(xué)理性參考。相較于以往的研究，本文主要有以下貢獻(xiàn)：一是將土地租金納入小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為分析框架，探析其影響機(jī)理，豐富了土地承包權(quán)退出行為理論框架；二是在實(shí)證分析時，利用工具變量處理模型內(nèi)生性問題，運(yùn)用中介效應(yīng)模型深入剖析經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出在土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為影響中的機(jī)制作用；三是基于土地承包權(quán)退出試驗(yàn)區(qū)的數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響，并剖析土地租金對不同地區(qū)小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為影響的異質(zhì)性。

二、分析框架與研究假設(shè)

在不同的城鄉(xiāng)背景和體制下，小農(nóng)戶對土地承包權(quán)退出表現(xiàn)出迥然不同的態(tài)度。小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出是一個動態(tài)的過程，在退出的過程中存在諸多約束。家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制確立之時，土地要素是小農(nóng)戶家庭生計的基本或唯一的生產(chǎn)資料，土地承包權(quán)的分配也意味著生存權(quán)的分配。小農(nóng)戶作為理性的經(jīng)濟(jì)人，考慮土地要素效用的最大化，依靠土地為家庭提供食物供給和收入來源，以及依托土地作為養(yǎng)老的基礎(chǔ)保障。隨著土地要素不能滿足小農(nóng)戶家庭內(nèi)部生計所需，小農(nóng)戶開始脫離農(nóng)業(yè)部門尋求非農(nóng)就業(yè)以謀取收入。鑒于土地要素利潤最大化和效用最大化的雙重考慮，小農(nóng)戶在不從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的情況下，流轉(zhuǎn)土地經(jīng)營權(quán)獲取財產(chǎn)性收入(即土地租金收入)。同時，小農(nóng)戶攜帶土地承包權(quán)到城市部門就業(yè)，一旦失業(yè)可以依托土地的保障性效用。為此，本文從非農(nóng)就業(yè)、基礎(chǔ)保障和土地租金三個層面分析其如何影響小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為。

(一)非農(nóng)就業(yè)與土地承包權(quán)退出

基于人多地少的中國國情，小農(nóng)戶家庭承包地面積狹小且分散，獲取家庭經(jīng)營性收入的空間極其受限，難以維持家庭生計。依據(jù)劉易斯的二元經(jīng)濟(jì)理論[30]，中國經(jīng)濟(jì)的迅速轉(zhuǎn)型，城市部門吸納農(nóng)業(yè)剩余勞動力的能力逐漸增強(qiáng)。如何為農(nóng)業(yè)剩余勞動力進(jìn)入城市部門松綁？正是中央政府實(shí)施的“農(nóng)轉(zhuǎn)非”政策，為農(nóng)業(yè)剩余勞動力提供永久性勞動崗位。不過，小農(nóng)戶轉(zhuǎn)移到城市部門的代價是土地承包權(quán)的退出。在“農(nóng)轉(zhuǎn)非”政策框架下，小農(nóng)戶在城市部門的非農(nóng)就業(yè)收入遠(yuǎn)高于在農(nóng)業(yè)部門獲取的家庭經(jīng)營性收入。所以，小農(nóng)戶選擇放棄土地承包權(quán)來換取城市部門穩(wěn)定的工作。簡言之，當(dāng)城市部門提供永久性非農(nóng)就業(yè)這一前提條件時，對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為具有促進(jìn)作用。

20世紀(jì)90年代以來，小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出改為一次性經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，不再提供永久性勞動崗位。小農(nóng)戶雖然在城市部門謀求勞動崗位，但也面臨失業(yè)的可能性。為此，小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為開始減弱。具體而言，小農(nóng)戶轉(zhuǎn)移到城市部門初期，自身掌握的非農(nóng)技能有限，只能在建筑業(yè)、餐飲業(yè)和制造業(yè)等行業(yè)務(wù)工，工資收入水平較低且面臨被迫頻繁更換工作的市場風(fēng)險。小農(nóng)戶與用人單位之間勞動合同簽訂的缺失，無法切實(shí)保障小農(nóng)戶的合法權(quán)益。小農(nóng)戶工作的頻繁更換和勞動合同的缺失表現(xiàn)為非農(nóng)就業(yè)的不穩(wěn)定性，由此導(dǎo)致小農(nóng)戶獲取的非農(nóng)收入預(yù)期不穩(wěn)定，非農(nóng)收入占家庭總收入的比重較低。小農(nóng)戶在城市部門失業(yè)意味著失去非農(nóng)收入來源，返回農(nóng)村部門還能依靠土地獲取家庭經(jīng)營性收入。由此，小農(nóng)戶在獲得非農(nóng)就業(yè)初期階段，只是產(chǎn)生流轉(zhuǎn)部分土地經(jīng)營權(quán)的行為，幾乎沒有退出土地承包權(quán)的決策行為。伴隨著小農(nóng)戶在城市部門人力資本的積累、非農(nóng)技能的提升、儲蓄的增加以及維權(quán)意識的提升，從事非農(nóng)就業(yè)的能力和風(fēng)險偏好逐漸增強(qiáng)，選擇農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的意愿逐漸減弱，降低了對農(nóng)村土地的依賴程度。加之，“農(nóng)二代”“農(nóng)三代”轉(zhuǎn)移到城市部門上學(xué)，正是人力資本價值的升華[31]，其進(jìn)入城市正規(guī)部門的偏好程度強(qiáng)化，獲得穩(wěn)定非農(nóng)就業(yè)的可能性增加，進(jìn)入農(nóng)業(yè)部門從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的偏好程度逐漸降低?！稗r(nóng)二代”“農(nóng)三代”非農(nóng)就業(yè)的選擇會正向影響小農(nóng)戶(家庭決策者)土地承包權(quán)退出決策行為。

綜上，小農(nóng)戶家庭決策者在城市部門具有穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)時，相較從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，亦能夠?qū)崿F(xiàn)家庭收入的最大化(包括當(dāng)期收入和預(yù)期收入)。小農(nóng)戶的子女具有穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)時，能夠?qū)崿F(xiàn)收入的代際轉(zhuǎn)移，同樣有助于實(shí)現(xiàn)家庭收入最大化。所以，非農(nóng)就業(yè)對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為能夠產(chǎn)生積極效應(yīng)。據(jù)此，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：小農(nóng)戶在城市部門擁有非農(nóng)就業(yè)，會促進(jìn)土地承包權(quán)退出決策行為。

(二)基礎(chǔ)保障與土地承包權(quán)退出

農(nóng)村土地不僅具有生產(chǎn)功能，同時發(fā)揮著社會保障的功能。小農(nóng)戶轉(zhuǎn)移到城市部門，通過從事非農(nóng)就業(yè)獲取收入，逐漸弱化農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的偏好。非農(nóng)就業(yè)可以逐步替代土地的社會保障功能。但是，非農(nóng)就業(yè)對土地社會保障功能的弱化過程可能是漸進(jìn)的，具有復(fù)雜性和不確定性[32]。所以，小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出和社會保障之間的聯(lián)系十分緊密，小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出仍需具備另一個條件：基礎(chǔ)保障。

不論是城市還是農(nóng)村，中國的社會保障體系建設(shè)起步較晚。遺憾的是，農(nóng)村社會保障資源更加欠缺，社會保障制度框架構(gòu)建滯后且不健全。在社會保障體系不完善或缺失的情況下，中國農(nóng)村土地在社會保障方面仍具有重要的功能[33]。小農(nóng)戶主要依靠土地資源獲取基本的生存資料和收入來源，得以積累家庭的資本存量。社會保障體系不健全或者缺失，小農(nóng)戶仍舊將農(nóng)村承包地作為自身的社會保障基礎(chǔ)，即作為失業(yè)和養(yǎng)老的保障，表示承包地能夠產(chǎn)生期待效用，實(shí)現(xiàn)跨期效用最大化。簡言之，在社會保障體系不完善的情況下，小農(nóng)戶很難生成土地承包權(quán)退出決策行為。

隨著城鄉(xiāng)居民基本醫(yī)療保險制度和城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險制度的相繼實(shí)施，小農(nóng)戶開始享有基礎(chǔ)性的社會保障。同時，醫(yī)療保險制度和養(yǎng)老保險制度釋放的社會保障效能對土地的社會保障功能存在一定的替代效應(yīng)。以動態(tài)視角觀察，社會保障條件趨于完善，逐步生成對土地社會保障功能的替代效應(yīng)，能夠降低小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出之后產(chǎn)生的風(fēng)險預(yù)期，同時也有效提高小農(nóng)戶長期在城市生活與就業(yè)的意愿。社會保障條件替代土地的保障功能，使得小農(nóng)戶對土地的依賴程度逐漸降低，進(jìn)而增強(qiáng)了其土地承包權(quán)退出決策行為。然而，城市住房一直困擾小農(nóng)戶離土進(jìn)城，高昂的城市住房價格令小農(nóng)戶無力承擔(dān)[34]，即產(chǎn)生擠出效應(yīng)。一旦小農(nóng)戶缺失城市住房，對于自身市民身份認(rèn)同感較低，無法真正融入城市，自然抑制土地承包權(quán)退出決策行為。據(jù)此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：小農(nóng)戶擁有基礎(chǔ)保障條件，會激勵小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為。

(三)土地租金與土地承包權(quán)退出

小農(nóng)戶是否選擇土地承包權(quán)退出，一方面取決于非農(nóng)就業(yè)和基礎(chǔ)保障兩個外部條件，另一方面則取決于土地所帶來的租金收入。配第(1662)認(rèn)為地租是土地上生產(chǎn)的農(nóng)作物所得的剩余收入[35]。斯密(1776)認(rèn)為地租是因使用土地而支付給地主階級的代價，其來源是工人的無償勞動，是“一種壟斷價格”[36]。李嘉圖(1817)認(rèn)為地主沒有付出任何代價也未做出何種貢獻(xiàn)僅僅通過租出土地獲得收入，所以地租是資本家支付給地主的一部分土地產(chǎn)品[37]。在中國農(nóng)村，土地租金是小農(nóng)戶固守土地承包權(quán)、讓渡經(jīng)營權(quán)獲取的財產(chǎn)性收入。所以，土地承包權(quán)退出的權(quán)益衡量和土地租金具有十分緊密的關(guān)系。

圖1 小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的分析框架

20世紀(jì)80年代初期，小農(nóng)戶由農(nóng)業(yè)部門轉(zhuǎn)移到城市部門的規(guī)模不斷增加，意味著小農(nóng)戶逐漸開始分化。同時，農(nóng)村的土地流轉(zhuǎn)市場逐步開始發(fā)育，流轉(zhuǎn)的雙方主體主要是小農(nóng)戶與小農(nóng)戶之間、小農(nóng)戶與親戚朋友之間。在這個時期的土地流轉(zhuǎn)市場中，土地租金以人情地租、實(shí)物地租為主，或者由土地流轉(zhuǎn)需求方支付農(nóng)業(yè)稅和統(tǒng)籌提留。為此，土地承包權(quán)的財產(chǎn)屬性暫未顯現(xiàn)。2004年以來，中央政府為了減輕小農(nóng)戶農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的負(fù)擔(dān)，進(jìn)行了農(nóng)村稅費(fèi)制度改革，在全國各地陸續(xù)取消了農(nóng)業(yè)稅。與此同時，中央政府實(shí)施了大量的惠農(nóng)補(bǔ)貼政策，其發(fā)放的依據(jù)主要以承包地的面積作為參考，直接人為地加強(qiáng)了土地的資產(chǎn)屬性[38]。也正如馬克思(1867)所述，土地租金是土地資本化的一種表現(xiàn)。土地租金從直接形態(tài)看源自農(nóng)產(chǎn)品價格的上漲；從間接形態(tài)看源自惠農(nóng)政策[39]。固然，國家的惠農(nóng)政策會增加土地的含金量，促使農(nóng)村土地租金水平持續(xù)上漲?；谵r(nóng)村土地“三權(quán)分置”的思想框架，土地經(jīng)營權(quán)從承包權(quán)剝離出來，就已負(fù)載著經(jīng)濟(jì)功能。目前，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場上土地租金主要以現(xiàn)金支付。所以，土地承包權(quán)的財產(chǎn)屬性不斷顯化。作為農(nóng)業(yè)的外部環(huán)境，城市部門與農(nóng)村部門的社會保障水平處于上升的趨勢。反之，農(nóng)村土地對于小農(nóng)戶而言，其社會保障、維持生計的功能逐漸減弱，已經(jīng)表現(xiàn)為一種財產(chǎn)權(quán)，經(jīng)濟(jì)價值不斷顯現(xiàn)，小農(nóng)戶傾向于土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)或者土地入股。小農(nóng)戶通過轉(zhuǎn)出土地經(jīng)營權(quán)以便獲取土地租金收入的預(yù)期經(jīng)濟(jì)收益。并且，土地確權(quán)之后，土地承包權(quán)呈現(xiàn)出“準(zhǔn)私有”特征并不斷得到強(qiáng)化[40]，小農(nóng)戶對土地承包權(quán)的財產(chǎn)權(quán)利意識增強(qiáng)，認(rèn)為持有承包權(quán)預(yù)期增值的空間會增大。實(shí)際上，現(xiàn)階段許多已經(jīng)具備穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)和完善的基礎(chǔ)保障條件的小農(nóng)戶逐漸演化為“不在地主”，仍然具有穩(wěn)定的土地承包關(guān)系。小農(nóng)戶拒絕土地承包權(quán)退出的心理態(tài)度是通過讓渡土地經(jīng)營權(quán)，由此創(chuàng)造更多的財產(chǎn)性收益。概言之，土地租金的持續(xù)提高，小農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地經(jīng)營權(quán)獲取財產(chǎn)性收入，進(jìn)而抑制其土地承包權(quán)退出決策行為。據(jù)此，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：土地租金提高，小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為會被抑制。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取與描述性統(tǒng)計

(一)數(shù)據(jù)來源

為保證樣本數(shù)據(jù)質(zhì)量，課題組于2019年3月到寧夏回族自治區(qū)平羅縣、浙江省嘉興市進(jìn)行預(yù)調(diào)研。在預(yù)調(diào)研的基礎(chǔ)上，對問卷做出修改與補(bǔ)充。本文數(shù)據(jù)主要來源于課題組在2019年3月、7—8月、12月和2020年7—8月關(guān)于《小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出問題研究》的調(diào)查。調(diào)查區(qū)域主要是土地承包權(quán)退出試點(diǎn)地區(qū)，涉及寧夏回族自治區(qū)平羅縣、重慶市梁平區(qū)和浙江省嘉興市。這些地區(qū)在土地承包權(quán)退出的改革方面具有豐富的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)。根據(jù)相關(guān)資料記載，從2008年開始，浙江省嘉興市實(shí)施了農(nóng)村土地的“兩分兩換”政策，積極探索建立進(jìn)城落戶農(nóng)民依法自愿有償轉(zhuǎn)讓退出農(nóng)村權(quán)益制度。2013年以來，寧夏回族自治區(qū)平羅縣共落實(shí)農(nóng)民產(chǎn)權(quán)自愿有償轉(zhuǎn)讓2 056戶，轉(zhuǎn)讓耕地1 1280畝。其中，“插花”安置移民1 638戶，村集體經(jīng)濟(jì)組織內(nèi)部轉(zhuǎn)讓交易418戶，轉(zhuǎn)讓耕地3 090畝，交易額達(dá)2.47億元，農(nóng)民年人均增加財產(chǎn)性收入386元。2014年以來，重慶市梁平區(qū)結(jié)合當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)特色，摸索形成了“三方聯(lián)動、供需平衡、穩(wěn)妥退地”的土地承包權(quán)退出機(jī)制。上述土地承包權(quán)退出試驗(yàn)區(qū)作為小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的研究區(qū)域具有代表性，為本文的研究提供了豐富的數(shù)據(jù)資料。

本調(diào)查采用問卷詢問和深度訪談相結(jié)合的方法。針對已經(jīng)土地承包權(quán)退出居住在城市無法面訪的小農(nóng)戶，通過電話和微信的方式詢問。樣本情況具體如下：在寧夏回族自治區(qū)平羅縣選取3個鎮(zhèn)，每個鎮(zhèn)選取3個村，每個村發(fā)放20份問卷。在重慶市梁平區(qū)選取2個鎮(zhèn)，每個鎮(zhèn)選取1個村，每個村發(fā)放50份問卷。在浙江省嘉興市選取2個鎮(zhèn)，每個鎮(zhèn)選取3個村，每個村發(fā)放30份問卷。通過整理，共獲取問卷460份，得到有效問卷429份，占全部收回問卷的93.26%。調(diào)查內(nèi)容涉及小農(nóng)戶家庭基本情況、家庭收入情況、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼情況、土地產(chǎn)權(quán)認(rèn)知情況、土地利用情況、家庭外出就業(yè)情況、家庭子女對承包地的態(tài)度、家庭社會保障情況和土地承包權(quán)退出情況。

表1 樣本地區(qū)分布及問卷情況

(二)變量選取

1.小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為

小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出，意味著小農(nóng)戶將土地承包權(quán)永久性放棄；亦是小農(nóng)戶將完成身份與職業(yè)的終極變遷，由農(nóng)村居民轉(zhuǎn)換成城鎮(zhèn)居民，從農(nóng)業(yè)領(lǐng)域進(jìn)入非農(nóng)領(lǐng)域(1)本文討論的小農(nóng)戶是指實(shí)施家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制所產(chǎn)生的2.3億承包農(nóng)戶，戶均經(jīng)營耕地面積較小，包括專門以農(nóng)業(yè)為主的小農(nóng)戶；既從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)又從事非農(nóng)生產(chǎn)經(jīng)營或務(wù)工活動的兼業(yè)小農(nóng)戶；在農(nóng)業(yè)轉(zhuǎn)移人口城市化不可逆轉(zhuǎn)的趨勢下，已經(jīng)具備市民化條件的小農(nóng)戶；以及在農(nóng)村改革試驗(yàn)區(qū)一部分已經(jīng)退出土地承包權(quán)的非農(nóng)型小農(nóng)戶，這部分小農(nóng)戶在城市部門具有穩(wěn)定的工作、社會保障、住房，不再依賴于農(nóng)村土地。。本文選擇小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為作為被解釋變量。小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策主要有三種行為，土地承包權(quán)全部退出賦值為2，承包權(quán)部分退出賦值為1，承包權(quán)不退出賦值為0。

2.非農(nóng)就業(yè)

非農(nóng)就業(yè)是小農(nóng)戶放棄農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營后獲取收入的新渠道，直接拓寬了家庭收入來源。本文從五個維度，考察非農(nóng)就業(yè)對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響，具體包括：(1)決策者的非農(nóng)就業(yè)情況，決策者非農(nóng)就業(yè)賦值為1，否則賦值為0；(2)子女的非農(nóng)就業(yè)情況，兒子或者女兒至少一人非農(nóng)就業(yè)賦值為1，兒子和女兒均為非農(nóng)就業(yè)賦值為0；(3)家庭非農(nóng)就業(yè)收入比重，代表家庭非農(nóng)就業(yè)的機(jī)會和能力，家庭非農(nóng)就業(yè)收入占總收入的比重；(4)就業(yè)勞動合同簽訂，與就業(yè)單位簽訂勞動合同賦值為1，沒有簽訂賦值為0；(5)工作更換，許慶和陸鈺鳳(2018)從非農(nóng)工作份數(shù)和非農(nóng)就業(yè)地點(diǎn)兩個方面考察非農(nóng)就業(yè)的穩(wěn)定性[32]。本文利用非農(nóng)工作份數(shù)體現(xiàn)非農(nóng)就業(yè)的穩(wěn)定性，即在過去一年，決策者更換工作的次數(shù)。

3.基礎(chǔ)保障

基礎(chǔ)保障考慮的變量有醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和城市住房等：(1)醫(yī)療保險，決策者參加醫(yī)療保險賦值為1，未參加醫(yī)療保險賦值為0；(2)養(yǎng)老保險，決策者參加養(yǎng)老保險賦值為1，未參加養(yǎng)老保險賦值為0；(3)城市住房，家庭在城市購買住房賦值為1，未購房賦值為0。

4.土地租金

土地租金是使用土地的價格，是小農(nóng)戶與規(guī)模經(jīng)營主體之間流轉(zhuǎn)土地經(jīng)營權(quán)產(chǎn)生的交易費(fèi)用，體現(xiàn)了土地承包權(quán)的內(nèi)在價值，是影響小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的核心因素。土地承包權(quán)已經(jīng)退出的地塊按照退出時的土地租金計量。土地租金在350元/畝(2)1畝≈666.67平方米。以下賦值為1，土地租金在351～450元/畝賦值為2，土地租金在451～550元/畝賦值為3，土地租金在551～650元/畝賦值為4，土地租金在651～750元/畝賦值為5，土地租金在751～850元/畝賦值為6，土地租金在851～950元/畝賦值為7，土地租金在951元/畝以上賦值為8。

(三)描述性統(tǒng)計

1.小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出情況

在土地承包權(quán)退出試驗(yàn)區(qū)429戶樣本小農(nóng)戶中，土地承包權(quán)沒有退出的小農(nóng)戶數(shù)量是243戶，比重為56.64%；土地承包權(quán)部分退出的小農(nóng)戶數(shù)量是115戶，比重為26.81%；土地承包權(quán)全部退出的小農(nóng)戶數(shù)量是71戶，比重為16.55%。

2.非農(nóng)就業(yè)和基礎(chǔ)保障

家庭決策者外出從事非農(nóng)就業(yè)的比重為49.88%，家庭子女從事非農(nóng)就業(yè)的比重為56.64%。小農(nóng)戶家庭子女轉(zhuǎn)移外出從事非農(nóng)就業(yè)的比重較高。非農(nóng)收入占家庭收入比重為48.17%。小農(nóng)戶家庭決策者與用人單位簽訂勞動合同的比重為44.76%，小農(nóng)戶在過去一年更換工作的頻率為1.83次。小農(nóng)戶在城市部門務(wù)工，所在的單位以非正規(guī)部門為主，更換工作的頻次較多。決策者參加城鄉(xiāng)醫(yī)療保險的比重為91.84%，參加養(yǎng)老保險的比重為77.38%。在城市購買住房的小農(nóng)戶家庭比重為66.20%。

3.土地租金

樣本區(qū)的土地租金最小值是300元，最大值是1350元。土地租金在350元/畝以下的比重為6.76%，在351～450元/畝的比重為7.93%，在451～550元/畝的比重為21.45%，551～650元/畝的比重為12.82%，651～750元/畝的比重為11.88%，751～850元/畝的比重為12.12%，851～950元/畝的比重為13.99%，951元/畝以上的比重為13.05%。其中，寧夏回族自治區(qū)平羅縣土地租金平均值為487.67元/畝，重慶市梁平區(qū)土地租金平均值為631.29元/畝，浙江省嘉興市土地租金平均值為875.26元/畝。浙江省嘉興市土地租金高于重慶市梁平區(qū)和寧夏回族自治區(qū)的土地租金。

4.農(nóng)戶特征

在樣本中，家庭決策者的年齡在35歲以下的比重為1.86%，36～45歲的比重為14.22%，46～55歲的比重為34.73%，56～65歲的比重為23.08%，66歲及以上的比重為26.11%。家庭決策者的健康狀況“非常不好”的比重為3.96%，“不好”的比重為8.62%，“一般”的比重為13.53%，“好”的比重為39.86%，“非常好”的比重為34.03%。家庭決策者的受教育年限在6年及以下的比重為50.12%，在7～9年的比重為39.63%，在10年及以上的比重為10.27%。家庭決策者擔(dān)任村干部的比重為15.62%，沒有擔(dān)任村干部的比重為84.38%。

5.產(chǎn)權(quán)認(rèn)知

在農(nóng)地政策方面，家庭決策者對土地“三權(quán)分置”政策的了解程度回答“完全不了解”的比重為31.00%，“不了解”的比重為30.78%，“一般”的比重為17.25%，“比較了解”的比重為15.38%，“很了解”的比重為5.59%。數(shù)據(jù)反映，家庭決策者對土地“三權(quán)分置”政策的了解偏少。在土地產(chǎn)權(quán)歸屬認(rèn)知方面，家庭決策者認(rèn)為土地承包期延長意味著土地私有的比重為51.98%，不是土地私有的比重為48.02%(見表2)。

表2 變量的含義與描述性統(tǒng)計

四、模型構(gòu)建

根據(jù)調(diào)研情況整理發(fā)現(xiàn)，依照地塊劃分，在寧夏回族自治區(qū)平羅縣、重慶市梁平區(qū)和浙江省嘉興市土地承包權(quán)退出試驗(yàn)區(qū)的小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出主要存在三種行為：一，小農(nóng)戶不退出所有地塊土地承包權(quán)；二，小農(nóng)戶將部分地塊土地承包權(quán)退出；三，小農(nóng)戶將所有地塊土地承包權(quán)退出。參考已有研究關(guān)于土地承包權(quán)退出意愿的分析方法[17，41-42]，本文運(yùn)用有序概率單位模型剖析非農(nóng)就業(yè)、基礎(chǔ)保障和土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響。本文選擇小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為作為模型的被解釋變量，非農(nóng)就業(yè)、基礎(chǔ)保障和土地租金作為模型的核心變量，建立模型如下：

Prob(Yi=M|Xi)=Prob(αxi1+βxi2+γxi3+θxin+...+εi)

(1)

其中，Yi表示小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的概率，M取值0、1、2。Yi=0表示小農(nóng)戶土地承包權(quán)不退出，Yi=1表示小農(nóng)戶土地承包權(quán)部分退出，Yi=2表示小農(nóng)戶土地承包權(quán)全部退出。α、β、γ和θ為待估計系數(shù)。Xi(i=1，2，3，...，n)表示影響小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的因素，包括非農(nóng)就業(yè)(決策者是否外出就業(yè)、子女是否從事非農(nóng)就業(yè)、非農(nóng)收入占家庭收入的比重、是否簽訂勞動合同、工作更換數(shù)量)、基礎(chǔ)保障(是否參加醫(yī)療保險、是否參加養(yǎng)老保險、家庭是否購買城市住房)和土地租金作為解釋變量。家庭決策者的特征變量(年齡、健康狀況、受教育年限、是否擔(dān)任村干部)和產(chǎn)權(quán)認(rèn)知(農(nóng)地政策、產(chǎn)權(quán)歸屬)作為控制變量。εi為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

五、計量結(jié)果與機(jī)制分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

本文運(yùn)用軟件Stata 15.0，對有序概率單位模型采用極大似然法進(jìn)行估計。表3報告了小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為影響的估計結(jié)果。其中，列(1)檢驗(yàn)非農(nóng)就業(yè)對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響。列(2)檢驗(yàn)基礎(chǔ)保障對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響。列(3)檢驗(yàn)土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響。列(4)綜合檢驗(yàn)非農(nóng)就業(yè)、基礎(chǔ)保障和土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響。

1.非農(nóng)就業(yè)的影響

模型的實(shí)證結(jié)果表明，決策者的外出就業(yè)、子女的非農(nóng)就業(yè)、家庭非農(nóng)收入比重以及勞動合同對土地承包權(quán)退出決策行為產(chǎn)生正向影響，決策者的非農(nóng)就業(yè)、子女的非農(nóng)就業(yè)以及勞動合同通過了1%水平的顯著檢驗(yàn)。而小農(nóng)戶的工作更換次數(shù)對土地承包權(quán)退出決策行為產(chǎn)生負(fù)向影響，通過了1%水平的顯著檢驗(yàn)。在實(shí)際調(diào)研中，部分小農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)的偏好下降，他們在土地承包權(quán)退出決策時，會考慮子女的就業(yè)情況。當(dāng)子女具有穩(wěn)定的非農(nóng)就業(yè)時，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的偏好較低，小農(nóng)戶會選擇退出土地承包權(quán)。此外，小農(nóng)戶尋求非農(nóng)就業(yè)時，會主動向用人單位詢問勞動合同，用人單位與小農(nóng)戶簽訂勞動合同，進(jìn)而強(qiáng)化其在城市部門就業(yè)的穩(wěn)定性，小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為明顯增加。但是，小農(nóng)戶經(jīng)常面臨更換工作崗位的窘境，會減弱小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的發(fā)生。所以，非農(nóng)就業(yè)是促進(jìn)小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出的前提條件之一。這一結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1。

2.基礎(chǔ)保障的影響

模型的實(shí)證結(jié)果表明，醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險以及城市住房對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為產(chǎn)生正向影響，城市住房在1%的水平上顯著，醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險在10%的水平上顯著。當(dāng)社會保障條件趨于完善，醫(yī)療保險和養(yǎng)老保險制度發(fā)揮應(yīng)有的效能，可以弱化土地的社會保障功能。其中，養(yǎng)老保險對小農(nóng)戶退出土地承包權(quán)至關(guān)重要。這意味著，小農(nóng)戶在邁入老齡化階段，養(yǎng)老保險能夠?yàn)樽陨硖峁┦杖雭碓?。所以，在土地承包?quán)退出試點(diǎn)地區(qū)，地方政府針對年齡較大的小農(nóng)戶設(shè)置養(yǎng)老保障制度，保障小農(nóng)戶的福利水平。另外，小農(nóng)戶除了擁有非農(nóng)就業(yè)，在城市部門購買住房后，會激勵土地承包權(quán)退出決策行為。因此，基礎(chǔ)保障是促進(jìn)小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出的又一前提條件。這一結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)2。

3.土地租金的影響

模型的實(shí)證結(jié)果表明，土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的邊際效應(yīng)估計值為負(fù)，并在1%的水平上顯著。土地租金提高，會抑制小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為。從土地產(chǎn)權(quán)性質(zhì)視角觀察，農(nóng)村土地確權(quán)頒證工作的落實(shí)，土地承包權(quán)的產(chǎn)權(quán)意識進(jìn)一步強(qiáng)化。這也就意味著，小農(nóng)戶抱著占有的心理，憑借土地租金水平上漲的態(tài)勢，流轉(zhuǎn)土地經(jīng)營權(quán)能夠獲取租金收入，進(jìn)而抑制土地承包權(quán)退出決策行為的發(fā)生。此外，還有一點(diǎn)需要討論的是，土地租金會影響土地承包權(quán)退出的經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償，進(jìn)而影響小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為。土地租金過高，小農(nóng)戶認(rèn)為土地租金收入的預(yù)期值高于承包權(quán)退出經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)默F(xiàn)期值。那么，土地承包權(quán)固化將產(chǎn)生負(fù)面影響：一方面造成土地資源配置的扭曲；另一方面，非農(nóng)型小農(nóng)戶逐漸演化為“不在地主”，以土地租金的形式吞噬農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的經(jīng)營利潤，挫傷全職型小農(nóng)戶從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性。

表3 小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為影響的估計結(jié)果

(二)內(nèi)生性檢驗(yàn)

非農(nóng)就業(yè)和基礎(chǔ)保障是影響小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的外部變量，而土地租金是影響小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的內(nèi)部變量。土地租金顯著影響小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為。反之，土地承包者擁有過大的土地權(quán)利，固守土地承包權(quán)，憑借短期流轉(zhuǎn)或者違約收回的方式要求獲得過高的土地租金[43]。為此，本文重點(diǎn)檢驗(yàn)土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響時，有可能存在互為因果的內(nèi)生性問題。為了解決模型的內(nèi)生性問題，參考劉同山和吳剛(2021)[41]在分析農(nóng)業(yè)機(jī)械化影響土地退出意愿時，引入“二輪承包時農(nóng)戶家庭人均承包耕地面積”反映土地資源稟賦，作為農(nóng)業(yè)機(jī)械化率的工具變量，此變量對土地承包權(quán)退出意愿沒有直接影響?；谏鲜龅倪壿嬎悸罚疚囊运诖迤渌∞r(nóng)戶家庭承包地地塊的平均面積來反映該村的土地資源稟賦，作為土地租金的工具變量。具體而言，所在村其他小農(nóng)戶家庭承包地地塊的平均面積越大，說明土地資源稟賦越好。土地需求方為減少轉(zhuǎn)入土地的交易成本，偏好面積較大的地塊從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。根據(jù)市場經(jīng)濟(jì)供求原理，農(nóng)村土地作為高度稀缺性資源，當(dāng)供給小于需求時，形成賣方市場，進(jìn)而提高整個村莊的土地租金水平。同時，在土地承包權(quán)試驗(yàn)區(qū)，具有土地承包權(quán)退出條件的小農(nóng)戶，幾乎不再從事糧食生產(chǎn)經(jīng)營，在決策退出承包權(quán)時不考慮承包地地塊面積。而小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為不會受所在村其他小農(nóng)戶家庭承包地地塊平均面積的直接影響。因此，本文借助工具變量法(CMP)對參數(shù)進(jìn)行估計。表4的CMP估計結(jié)果表明，atanhrho_12值在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明模型可能存在內(nèi)生性問題。因此，本文運(yùn)用工具變量法解決模型內(nèi)生性問題。列(5)的CMP估計結(jié)果表明，資源稟賦(所在村其他小農(nóng)戶家庭承包地地塊的平均面積)對土地租金具有顯著性，滿足工具變量的相關(guān)要求。列(6)的CMP估計結(jié)果表明，在引入工具變量之后，土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為依然具有顯著的抑制影響。

表4 土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為影響的CMP估計結(jié)果

(三)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

圖2 土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)的中介效應(yīng)機(jī)理

根據(jù)前文分析框架，中央政府實(shí)施的強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)富農(nóng)政策，農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼水平逐漸上升，促使農(nóng)村土地租金不斷高漲。加之，土地經(jīng)營權(quán)流轉(zhuǎn)和承包權(quán)退出具有很強(qiáng)的替代性[41]。在土地租金高水平環(huán)境下，小農(nóng)戶偏好流轉(zhuǎn)經(jīng)營權(quán)，由此獲取穩(wěn)定的財產(chǎn)性收入。所以，本文利用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出是否為土地租金影響小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的中介變量。

表5報告了經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為影響的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。列(7)是土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的估計結(jié)果。估計結(jié)果表明，列(8)中土地租金對經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出在1%的統(tǒng)計水平上顯著正向影響，列(9)中經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為在1%的統(tǒng)計水平上顯著正向影響。中介效應(yīng)成立，而且間接效應(yīng)、直接效應(yīng)和總效應(yīng)在1%的統(tǒng)計水平上顯著，中間效應(yīng)占總效應(yīng)的比重30.19%。經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出是土地租金影響小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的中介變量。經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出在土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為影響時起中介效應(yīng)，即土地租金的提高，強(qiáng)化小農(nóng)戶轉(zhuǎn)出土地經(jīng)營權(quán)決策行為，從而抑制土地承包權(quán)退出決策行為。

表5 經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為影響的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

(四)異質(zhì)性分析

由于中國地區(qū)資源稟賦的差異性，東部沿海地區(qū)的經(jīng)濟(jì)水平比內(nèi)陸地區(qū)要優(yōu)越，農(nóng)村地區(qū)之間的土地租金水平有所區(qū)別。第一種方法是地區(qū)子樣本回歸檢驗(yàn)。根據(jù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和地區(qū)位置，將寧夏回族自治區(qū)平羅縣、重慶市梁平區(qū)、浙江省嘉興市地區(qū)樣本作為子樣本。表6列(10)—列(12)分別檢驗(yàn)土地租金對寧夏回族自治區(qū)平羅縣、重慶市梁平區(qū)、浙江省嘉興市小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響，將農(nóng)戶特征、產(chǎn)權(quán)認(rèn)知作為控制變量。第二種方法是引入交互項(xiàng)變量。將東部沿海地區(qū)(浙江省嘉興市)賦值為1，內(nèi)陸地區(qū)(寧夏回族自治區(qū)平羅縣、重慶市梁平區(qū))賦值為0。列(13)引入土地租金和地區(qū)虛擬變量的交互項(xiàng)進(jìn)行估計，并將非農(nóng)就業(yè)和基礎(chǔ)保障也作為控制變量，重點(diǎn)檢驗(yàn)土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為影響的穩(wěn)健性。

表6報告了土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為影響的異質(zhì)性估計結(jié)果。估計結(jié)果表明，土地租金和交互項(xiàng)變量分別通過了1%的統(tǒng)計水平的顯著檢驗(yàn)。土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為仍然呈負(fù)向影響。分地區(qū)而言，不論是東部沿海地區(qū)還是內(nèi)陸地區(qū)，土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為具有抑制影響。浙江省嘉興市土地租金的邊際效應(yīng)(-0.057)絕對值大于重慶市梁平區(qū)土地租金的邊際效應(yīng)(-0.052)絕對值大于寧夏回族自治區(qū)平羅縣土地租金的邊際效應(yīng)(-0.026)絕對值。同時，列(13)引入交互項(xiàng)變量之后，土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響與上述結(jié)果方向一致，結(jié)果具有穩(wěn)健性。上述說明土地租金越高，小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為越會被減弱。

表6 土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為影響的異質(zhì)性估計結(jié)果

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證模型實(shí)證結(jié)果的可靠性，本文選擇重新界定被解釋變量，即按照地塊劃分，小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出的決策行為主要存在兩種行為。其一，小農(nóng)戶將地塊的承包權(quán)永久退出(P=1)；其二，小農(nóng)戶將地塊的土地承包權(quán)不退出(P=0)。為此，選擇二元評定(logistic)模型針對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的上述實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。表7的檢驗(yàn)結(jié)果表明，非農(nóng)就業(yè)、基礎(chǔ)保障和土地租金與表3列(4)的估計結(jié)果方向一致，進(jìn)一步說明估計結(jié)果穩(wěn)健。

表7 小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

表7(續(xù))

六、研究結(jié)論與政策啟示

(一)研究結(jié)論

本文利用浙江省嘉興市、重慶市梁平區(qū)和寧夏回族自治區(qū)平羅縣土地承包權(quán)退出試驗(yàn)區(qū)429戶樣本小農(nóng)戶的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，利用有序概率單位模型、工具變量法和中介效應(yīng)模型，檢驗(yàn)了非農(nóng)就業(yè)、基礎(chǔ)保障和土地租金對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的影響。本文主要得出以下結(jié)論：

一是小農(nóng)戶轉(zhuǎn)移到城市部門從事非農(nóng)就業(yè)，非農(nóng)收入占家庭總收入的比重較高以及與單位簽訂勞動合同，并且小農(nóng)戶的子女同樣也從事非農(nóng)工作，會強(qiáng)化土地承包權(quán)退出決策行為。反之，小農(nóng)戶經(jīng)常更換工作，表現(xiàn)出非農(nóng)就業(yè)不穩(wěn)定，會抑制土地承包權(quán)退出決策行為。同時，小農(nóng)戶擁有醫(yī)療保險、養(yǎng)老保險和城市住房，會增強(qiáng)土地承包權(quán)退出決策行為。所以，非農(nóng)就業(yè)和基礎(chǔ)保障是小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為的前提條件。

二是土地租金顯著負(fù)向影響小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為，經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出對小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出決策行為具有中介效應(yīng)。中央政府陸續(xù)實(shí)施強(qiáng)農(nóng)惠農(nóng)補(bǔ)貼政策，其補(bǔ)貼依據(jù)與承包地面積掛鉤，農(nóng)村土地租金上漲。土地租金提高，小農(nóng)戶偏好土地經(jīng)營權(quán)轉(zhuǎn)出，以便于獲取土地租金的預(yù)期經(jīng)濟(jì)收益，進(jìn)而抑制土地承包權(quán)退出決策行為。

(二)政策啟示

基于城鎮(zhèn)化和工業(yè)化的深入，小農(nóng)戶逐漸轉(zhuǎn)移到城市部門是現(xiàn)代社會的基本規(guī)律。小農(nóng)戶土地承包權(quán)退出是長期的歷史進(jìn)程，必須尊重農(nóng)村土地制度改革的客觀規(guī)律，需要足夠的耐心研判。第一，城市部門要繼續(xù)提升非農(nóng)就業(yè)的吸納能力，增強(qiáng)小農(nóng)戶的非農(nóng)技能，有條件的部門為小農(nóng)戶提供失業(yè)保險。要關(guān)注新生代進(jìn)城小農(nóng)戶的非農(nóng)就業(yè)問題，提供更多的就業(yè)空間。第二，要不斷完善基礎(chǔ)保障條件，延長社會保障的輻射半徑，逐步實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶同質(zhì)化的市民待遇。合理調(diào)控城市住房價格，提高小農(nóng)戶的收入水平。第三，盡可能減少與土地掛鉤的各類補(bǔ)貼，選擇稅收等經(jīng)濟(jì)手段適度干預(yù)土地租金。